社会阶层地位与清廉感知: 差异及解释——基于2016年度全国廉情调查数据的实证分析

引用本文

倪星, 张军. 社会阶层地位与清廉感知: 差异及解释——基于2016年度全国廉情调查数据的实证分析[J]. 浙江大学学报(人文社会科学版), 2020,50(1): 56-72
Ni Xing, Zhang Jun. The Differences and Its Reasons of Corruption Perceptions from Social Strata at All Levels:An Empirical Analysis Based on the 2016 Survey Data of the Situation of the National Anti-corruption[J]. JOURNAL OF ZHEJIANG UNIVERSITY (HUMANTIES AND SOCIAL SCIENCES), 2020,50(1): 56-72 复制到剪切板

DOI:10.3785/j.issn.1008-942X.CN33-6000/C.2018.02.083
Permissions

浙江大学学报(人文社会科学版) 所有

社会阶层地位与清廉感知: 差异及解释——基于2016年度全国廉情调查数据的实证分析

倪星^1,², 张军¹

1.中山大学政治与公共事务管理学院, 广东广州 510275

2.华南师范大学政治与公共管理学院, 广东广州 510006

作者简介:1.倪星(https://orcid.org/0000-0001-5528-175X),男,中山大学政治与公共事务管理学院、华南师范大学政治与公共管理学院教授,博士生导师,政治学博士,主要从事组织与人事管理、廉政政策研究; 2.张军(https://orcid.org/0000-0001-6485-1785),男,中山大学政治与公共事务管理学院博士研究生,主要从事廉政与反腐败、信息技术治理研究。

收稿日期: 2018-02-08

基金: 国家社会科学基金重点项目(19AGL028)

摘要

公众清廉感知是近年来廉政研究领域中的一个热点议题,然而,现有研究忽略了社会公众内部的阶层差异性。对2016年度全国廉情调查数据的实证分析发现:公众的社会阶层地位与其对政府的清廉感知之间具有显著相关性,且总体上呈现出倒U形特征,中间社会阶层的公众对各级政府的清廉感知水平显著更高。进一步的中介效应分析表明,不同社会阶层在腐败容忍度、反腐败满意度、腐败经历和感知信息来源渠道等方面的差异是其清廉感知差异的重要内在影响机制。近年来我国反腐败努力得到了绝大部分中间社会阶层群体的认可,但下层社会公众对各级政府的清廉感知水平较低的情况也说明,必须进一步优化反腐败策略,更加注重解决基层群众身边的腐败问题。

关键词: 清廉感知; 社会阶层; 反腐败; 社会分层

The Differences and Its Reasons of Corruption Perceptions from Social Strata at All Levels:An Empirical Analysis Based on the 2016 Survey Data of the Situation of the National Anti-corruption

Ni Xing^1,², Zhang Jun¹

1.School of Government, Sun Yat-sen University, Guangzhou 510275, China

2.School of Politics and Public Administration, South China Normal University, Guangzhou 510006, China

Abstract

Under the background of China's anti-corruption campaign in recent years, the research on public corruption perceptions has become a hot topic in the field of anti-corruption. Existing researches mainly explain and analyze the differences of public corruption perceptions of government from the perspectives of politics, economy and culture, government anti-corruption performance and source of media information channels, but ignore the influence of class differences within the public on their corruption perceptions and their internal mechanism.
Based on the empirical analysis of 2016 survey data of the situation of the national anti-corruption, the results indicate that: holding the other constants, (1) there is a significant correlation between the public social class status and corruption perceptions, which shows the characteristics of the ″U″ type on the whole, (2) and public in the middle class has a significantly lower level of corruption perceptions. In the ordinal Logit regression model of central, provincial, municipal and county/district governments, the probability that the middleclass would significantly decline their perceptions level of corruption to the corresponding level of government is 13.20%, 67.03%, 49.03% and 68.88%, respectively, compared with the public who rated themselves as lower-class. At the same time, compared with the lower-class, the lower middle-class and the upper-middle class are also more likely to think that governments at all levels have a lower level of corruption. Except for the model of county government, the perceptions difference between the upper class and the lower class is not significant. This result is still true even after controlling the mediating variables such as corruption tolerance and anti-corruption satisfaction. Therefore, the internal reason may be closely related to the conservative tendency of the middle class in political character. Subsequently, the results of robustness check of larger samples are basically consistent.
Further analysis of mediating effect by Sobel test method demonstrates that the differences in corruption tolerance, anti-corruption satisfaction, corruption experience and perceptions information source of different social strata and etc., are the important internal influencing mechanism that causes the differences incorruption perceptions. In particular, the degree of anti-corruption satisfaction and corruption tolerance are relatively high in mediating effect of each model, while the mediating effect of corruption experience and perceptionsinformation source is relatively low and unstable.
The above results indicate that although the anti-corruption efforts of the government have been acknowledged by middleclass in recent years, the fact that the lower-class have higher corruption perceptions of governments at all level suggests that the government should optimize its anti-corruption strategies in the future and pay more attention to solving the corruption problems which are in close proximity to the people.

Keyword: corruption perceptions; social strata; anti-corruption; social stratification

文章图片

一、引言

2012年以来, 中国政治生活中最引人注目的事件之一便是持续的高压反腐败斗争。在这场高压反腐败运动中, 党和政府坚持“ 老虎” “ 苍蝇” 一起打, 查处了一大批贪腐官员。中央纪委公布的数据显示, 党的十八大以来, 全国共查处了省军级以上党员干部及其他中管干部440人, 厅局级干部8 900余人, 县处级干部6.3万多人, 基层党员干部27.8万人^①(①参见佚名《杨晓渡:十八大以来立案审查省军级以上党员干部及其他中管干部440人》, 2017年10月19日, http://cpc.people.com.cn/19th/n1/2017/1019/c414536-29596644.html, 2018年11月20日。), 取得了显著成效。

在高压反腐败背景下, 社会公众对政府的清廉感知差异及其原因成为近年来廉政治理研究领域的一个热门议题。然而, 现有研究主要关注宏观政治经济文化、反腐败绩效和媒介信息渠道等因素对公众清廉感知的影响, 却忽略了其内部的社会阶层差异性。由于不同社会阶层的公众具有不同的政治性格特征, 其在腐败容忍度、反腐败满意度、腐败经历和腐败感知信息来源渠道等方面也存在显著差异, 因此, 社会阶层地位亦可能是影响公众清廉感知差异的一个重要变量。厘清不同社会阶层公众对政府清廉感知差异的现状及其内在影响机制, 不仅有助于在理论上进一步完善有关个体清廉感知差异的解释模型, 而且有助于在实践上为未来的反腐败优化策略提供重要参考。

本文研究的问题是:在高压反腐败背景下, 我国不同社会阶层的公众对政府的清廉感知具有怎样的特征?公众的社会阶层地位与其清廉感知之间是否显著相关?如果相关, 其内在影响机制是怎样的?基于全国范围的大样本调查数据, 我们首先对公众社会阶层与其清廉感知之间的关系及其特征进行实证分析, 然后从不同社会阶层公众的政治性格特征、腐败容忍度、反腐败满意度、腐败经历和腐败感知信息来源渠道等角度解释其中的内在作用机制。

二、文献评估与研究假设

(一) 文献评估

现有文献中, 关于公众清廉感知差异的影响因素的研究比较丰富, 主要分为三种解释视角。第一, 宏观政治经济和文化解释视角。基于跨国整合数据的多层次分析, 有学者指出, 一个国家的民主程度对公众的腐败感知^①(①腐败感知为清廉感知的同义相反表达, 文中将交替使用。)具有“ 严厉” 和“ 慈祥” 的双重作用^[1]。在直接效应上, 国家的民主程度越高, 其社会公众对政府的腐败感知水平也越高; 在调节效应上, 民主作为一种宏观制度环境, 会增强自我经济评价对腐败感知的负向影响。同时, 有研究发现, 公众所处地区的经济发展水平与其政府清廉感知之间也具有显著正向关系^{[2, 3]}。此外, 公众对政府的清廉感知水平与其所处社会中人们对腐败行为的容忍度也密切相关, 公众的腐败容忍度越高, 其对政府的清廉感知水平也会越高^[2]。

第二, 反腐败绩效解释视角。该视角主要关注政府反腐败力度、公众对政府反腐败工作的满意度对其清廉感知的影响。尽管政府反腐败力度的加大在理论上会减少一个地区的腐败存量, 提升其清廉水平, 但研究显示, 政府反腐败力度在短期内并不必然会提升公众对政府的清廉感知水平^[2], 甚至会导致公众对政府清廉感知水平降低^[4]。不过, 随着高压反腐败的持续和深入, 公众的清廉感知水平逐渐上升, 腐败治理的“ 廉洁拐点” ^[5]也将出现。同时, 实证研究表明, 公众对政府的反腐败工作的满意度与其清廉感知之间呈显著的正相关关系, 公众对政府的反腐败工作满意度越高, 则其越倾向于认为政府清廉^[2]。

第三, 媒介信息渠道解释视角。学者们认为, 公众对政府的清廉感知差异主要受到其信息来源渠道的影响, 包括间接的媒介信息和直接的腐败经历。有些学者指出, 绝大部分人并没有关于政府官员腐败的直接经历, 因此, 公众对政府的清廉感知主要是受到官方媒体、小道消息等正式和非正式信息渠道的影响^{[2, 6, 7, 8]}。官方媒体信息会显著提高公众对政府的清廉感知水平, 而小道消息等非正式信息渠道则会显著降低其清廉感知水平。同时, 大量的实证研究表明, 公众的直接腐败经历会显著降低其对政府的清廉感知水平, 且与行贿经历相比, 被索贿经历的负向影响更强^{[2, 9, 10]}。这种直接的腐败经历也是导致公众对不同层级政府的清廉感知水平呈现出“ 差序格局” 的重要影响因素之一^[3]。

现有研究为我们解释公众的政府清廉感知差异提供了富有洞见的分析, 但却忽略了社会公众内部的阶层差异性及其对清廉感知的影响。尽管现有文献中一般也会对公众的性别、年龄、受教育程度和收入等个体特征变量进行控制, 但尚缺乏对公众社会阶层地位和其清廉感知之间关系的更深入的实证分析。因此, 本文将利用全国范围的大样本调查数据, 对该问题进行研究, 进而探究社会公众的阶层地位与其清廉感知之间的中介作用机制。

(二) 研究假设

实证研究表明, 公众的主客观阶层地位与其社会政治态度之间具有显著关联, 且与客观阶层地位相比, 主观阶层认同与社会政治态度更是直接关联^{[11, 12]}。早先的社会调查研究发现, 与认为自己处于社会中层的公众相比, 主观上认为自己处于最低层和中低层的公众更容易滋生相对一致的阶级冲突意识^[13]。随后, 不同学者基于中国社会状况综合调查(CGSS)不同年份数据的实证分析表明, 公众的主观社会阶层认同与其社会政治态度之间具有显著的相关性。那些认为自己处于社会中层的公众更倾向于认为当前国家的各项制度是公平的, 对他人的致富也不会归因为“ 非法致富” 或“ 不公平竞争的致富” , 对当地政府各项工作的满意度和信任水平也相对更高^{[11, 13, 14]}。在政治性格特征方面, 早期西方国家的经验表明, 中产阶层在推动社会民主转型变革中发挥着非常积极的作用, 他们往往扮演着社会变革的急先锋^[15]。不过, 有学者指出, 东亚国家和地区中产阶层的政治性格特征表现出一种矛盾性, 他们既有明显的保守主义倾向, 又有一定的自由主义追求^{[16, 17, 18, 19]}。国内的调查研究表明, 虽然我国中产阶层的政治性格特征也具有保守主义和自由主义双重矛盾性, 但保守主义特征相对更明显^{[14, 20, 21]}。他们总体上更加倾向于相信政府, 对政府的批评指责也往往是为了影响政府决策者去调整、改变或强化相关政策, 而非意图改变现在的政治制度和政治秩序^{[22, 23, 24, 25]}。其原因主要是中产阶层多为改革开放的受益者和支持者, 他们的收入相对稳定, 生活条件也比较好, 会倾向于维持社会现状和秩序^[26]³⁰⁴。正因如此, 中产阶层常常被视为“ 社会稳定器” 。总之, 现有研究文献表明, 我国的中间社会阶层^①(①本文中, 中间社会阶层与中产阶层是对社会阶层地位处于中间位置的群体的同义表达, 将交替使用。)在社会政治态度方面具有比较保守的特征, 对政府的支持和信任程度相对更高。这种政治性格特征也可能会导致中间社会阶层在政府清廉感知方面表现出更加积极的态度, 相比于其他社会阶层, 中间社会阶层会更倾向于认为各级政府比较清廉。因此, 我们提出以下研究假设:

假设1:公众的社会阶层地位与其清廉感知之间具有显著相关性, 中间社会阶层对各级政府的清廉感知水平相对更高。

此外, 由于不同社会阶层群体的社会经历不同, 其腐败容忍度、反腐败满意度、腐败经历和感知信息来源渠道也不一样。本文所使用的2016年度全国廉情评估调查数据显示, 不同社会阶层的腐败容忍度、反腐败满意度、腐败经历、腐败感知信息来源渠道之间均存在显著差异。首先, 公众的社会阶层地位与其腐败容忍度之间的净相关系数虽然仅为0.06, 但高度显著(p< 0.001)。其次, 公众的社会阶层地位与中央、省级、地级市、县/区级政府的反腐败满意度之间的Gamma系数分别为0.06、0.18、0.21、0.24, 均高度显著(ASE值均小于0.01), 且中间社会阶层对各级政府的反腐败满意度相对较高。从图1可以更加直观地看出不同社会阶层在对各级政府反腐败满意度上的差异。最后, 公众的社会阶层地位与行贿、索贿经历, 官方媒体和小道消息来源渠道差异的卡方检验也均高度显著, 且中间社会阶层有行贿和索贿经历的概率相对更低。同时, 中间社会阶层的腐败感知信息来源渠道为官方报道的比例更高, 为小道消息的比例则较低。图2直观地呈现了不同社会阶层在腐败经历和感知信息来源渠道上的差异。因此, 我们提出以下研究假设:

	Figure Option View Download New Window
	图1 不同社会阶层对四级政府反腐败满意度评价的差异

	Figure Option View Download New Window
	图2 不同社会阶层的腐败经历和感知信息来源渠道差异

假设2:腐败容忍度、反腐败满意度、腐败经历和腐败感知信息来源渠道在公众的社会阶层地位与其清廉感知之间发挥着重要的中介作用。

综上, 本文的分析框架如图3所示, 我们聚焦公众的社会阶层地位与其清廉感知之间的关系检验, 并从不同社会阶层的腐败容忍度、反腐败满意度、腐败经历和感知信息来源渠道等方面的差异对其中的内在中介机制进行分析。

	Figure Option View Download New Window
	图3 本文的分析框架

三、数据来源与变量测量

(一) 数据来源

本文的数据来源于中山大学廉政与治理研究中心主持的2016年度全国廉情评估调查。为全面了解我国公众对各级政府的清廉感知和反腐败工作满意度等方面的情况, 中山大学廉政与治理研究中心从2013年开始, 每年年底采用分层抽样方法, 从广东省和全国各地居民中随机抽取一些公众进行电话访问调查。2016年, 该中心完成对全国47 483位公众的电话访问, 内容涵盖公众对各级政府的腐败程度评价、反腐败工作满意度、腐败经历和对个人所处社会阶层地位的评价等方面。由于此次调查中对部分样本的调查为实验设计题目, 为了剔除该影响, 我们首先选择未参与实验设计题目回答的样本进行分析, 然后用全部样本进行稳健性检验。此外, 在控制变量中, 公众所处地区的人均GDP和每万名公职人员职务犯罪案件数分别来源于《中国统计年鉴》和各省份检察院工作报告。

(二) 变量测量

1.因变量

本文的因变量为公众对各级政府的清廉感知水平。在调查问卷中, 我们分别询问了被调查者对中央和其所在省级、地级市、县/区级政府的腐败程度评价如何。对于该问题的回答, 分别将“ 非常腐败” “ 比较腐败” “ 一般” ^①(①在调查中, 所有五级备选项中“ 一般” “ 拒答” 选项未读出。) “ 不太腐败” “ 非常不腐败” 赋值为1、2、3、4、5, “ 拒答” 和“ 不了解” 则处理为缺失值。

2.自变量

本文的核心自变量是公众的社会阶层地位。对于这一变量的测量, 目前学术界有主观和客观两种测量方式。主观测量方式主要是直接询问被调查者认为自己属于哪个社会阶层, 一般分为五个层级^②(②在中国社会综合调查等大型调查中, 除个别年份(如2010年)外, 一般也都采用下层、中下层、中层、中上层、上层的五个阶层划分方式。)。客观测量方式则尚无统一的标准, 有的学者直接根据相关理论和被调查者的职业类型情况进行阶层划分, 还有的学者根据被调查者的职业、收入、受教育程度等客观指标进行合成测量^[27]。不过, 现有研究表明, 相比于客观社会阶层地位, 公众的主观社会阶层地位对其政治态度方面的影响更加显著^{[11, 12, 13, 14]}。而且, 客观社会阶层地位往往也需通过主观阶层认同才能与人们的社会态度和社会行动选择建立逻辑关系^[28]³⁰⁴。因此, 我们选择采用公众对自身社会阶层地位的主观评价进行测量。在调查问卷中, 我们这样询问被调查者:“ 就社会地位而言, 您认为自己属于所居住城市的哪个阶层?” 对于该问题的回答, 分别将“ 下层” “ 中下层” “ 中层” “ 中上层” “ 上层” 赋值为1、2、3、4、5, “ 拒答” 和“ 不了解” 则处理为缺失值。

中介变量方面, 对腐败容忍度的测量, 我们通过询问被调查者对“ 公职人员把办公室的纸和笔带回家使用” 等五项行为的腐败程度评价合成一个腐败容忍度指数, 指数越高, 则腐败容忍度越高。公众对不同层级政府的反腐败满意度测量与清廉感知测量类似, 也是直接询问被访者, 然后将回答赋值为满意程度从1到5的变量。腐败经历则通过“ 为了办事方便向公职人员请客送礼” “ 办事时公职人员索要好处” 两道题目来进行测量, 前者测量的是公众有无行贿经历, 后者测量的是公众有无被索贿经历, 统计分析时均处理为虚拟变量, “ 1” 表示有行贿或被索贿经历。感知信息来源渠道则主要包括官方媒体、小道消息两个, 在问卷中此题为多选题, 因此均将其处理为虚拟变量, “ 1” 表示来源于“ 官方媒体” 或“ 小道消息” 。

3.控制变量

控制变量方面, 由于被调查者个体的性别、年龄、受教育程度、政治面貌、收入水平、户籍类型和居住地等社会人口统计学特征可能同时对其主观社会阶层地位和政府清廉感知具有重要影响, 因此, 我们对其进行了控制。同时, 将公众的受教育程度、个人收入等因素进行控制也有助于克服单独采用主观社会阶层地位评价作为阶层测量所导致的偏误问题。其中, 性别、居住地、户籍类型均处理为虚拟变量, “ 1” 分别表示“ 男性” 和“ 城镇” ; 政治面貌则处理为类别变量, 参照组为“ 党员” ; 受教育年限则根据被访者回答的学历情况分别赋值为相应的受教育年限数; 年龄以实际回答年龄为准, 考虑到年龄可能存在的曲线关系, 我们也同时加入年龄平方项; 个人年收入以自报年收入为准, 统计分析时对其取对数。此外, 鉴于公众所处地区的宏观政治经济环境对其清廉感知具有显著影响, 本文将公众所在省份的年度人均GDP和反腐败力度作为控制变量放入模型中。其中, 反腐败力度采用各省份检察院查处的每万名公职人员职务犯罪案件进行测量。各变量的描述性统计分析结果见表1。

表1 变量描述性统计分析结果

四、模型设定与回归分析结果

(一) 模型设定

由于因变量政府清廉感知是一个五分定序变量, 采用一般的最小二乘法回归会导致结果产生严重偏误, 我们选择采用序次Logistc回归模型进行估计。由于分析样本是嵌入在具有不同客观腐败情况和制度文化的具体省份中, 为了克服异方差问题, 统计分析时采用样本所在省份的聚类标准误对各变量的系数进行估计。回归模型设定如下:

P(Y_i> j)= $\frac{\exp (α_{j} + χ_{i} β)}{1 + [\exp (α_{j} + χ_{i} β)]}$ , j=1, 2, …, M-1

其中, P(Y_i> j)表示因变量, 即不同的政府清廉感知水平等级, α _j表示因变量中第j组截点(cut points), χ _i为解释变量和控制变量, β 为各变量的待估系数, M为因变量序次数量(本文中, M=5)。

(二) 回归分析结果

表2报告了序次Logistic回归分析的结果。其中, 在各级政府模型中, 单数序号的模型为仅包含人口特征、经济发展水平和反腐败力度等控制变量的基准模型, 双数序号的模型为加入各中介变量进行控制之后的全模型。各个模型的Wald检验结果均在0.001水平上显著, 说明模型中各个解释变量在总体上是有效的。VIF(方差膨胀因子)均小于10, 说明各变量之间不存在严重的多重共线性问题。

表2 社会阶层地位与政府清廉感知序次Logistic回归分析结果

变量		中央政府						省级政府						地级市政府						县/区级政府
变量		模型1			模型2			模型3			模型4			模型5			模型6			模型7			模型8
社会阶层(参照组:下层)
中下层		0.165^{* *}			0.087			0.315^{* * *}			0.395^{* * *}			0.211^{* *}			0.183^{* *}			0.329^{* * *}			0.312^{* * *}
		(0.059)			(0.045)			(0.076)			(0.066)			(0.073)			(0.061)			(0.096)			(0.070)
中层		0.332^{* * *}			0.124^*			0.480^{* * *}			0.513^{* * *}			0.541^{* * *}			0.399^{* * *}			0.621^{* * *}			0.524^{* * *}
		(0.053)			(0.049)			(0.066)			(0.056)			(0.075)			(0.062)			(0.101)			(0.079)
中上层		0.236^{* *}			0.023			0.409^{* * *}			0.446^{* * *}			0.486^{* * *}			0.341^{* *}			0.615^{* * *}			0.513^{* * *}
		(0.076)			(0.082)			(0.088)			(0.078)			(0.141)			(0.106)			(0.164)			(0.133)
上层		0.178			-0.070			0.108			0.131			0.276			0.065			0.430			0.329^*
		(0.183)			(0.150)			(0.182)			(0.135)			(0.199)			(0.171)			(0.223)			(0.144)
腐败容忍度					0.518^{* * *}						0.603^{* * *}						0.546^{* * *}						0.495^{* * *}
					(0.029)						(0.034)						(0.026)						(0.032)
反腐败满意度					0.654^{* * *}						0.582^{* * *}						0.546^{* * *}						0.477^{* * *}
					(0.020)						(0.018)						(0.019)						(0.029)
行贿经历(有=1)					-0.324^{* * *}						-0.339^{* * *}						-0.309^{* * *}						-0.357^{* * *}
					(0.040)						(0.046)						(0.049)						(0.054)
索贿经历(有=1)					-0.344^{* * *}						-0.603^{* * *}						-0.770^{* * *}						-0.700^{* * *}
					(0.045)						(0.062)						(0.053)						(0.054)
官方媒体(是=1)						0.081^*						0.205^{* * *}			0.314^{* * *}			0.264^{* * *}			0.349^{* * *}			0.288^{* * *}
						(0.032)						(0.031)			(0.033)			(0.035)			(0.038)			(0.035)
小道消息(是=1)						-0.187^{* * *}						-0.203^{* * *}			-0.237^{* * *}			-0.253^{* * *}			-0.184^{* * *}			-0.192^{* * *}
						(0.032)						(0.036)			(0.033)			(0.034)			(0.038)			(0.042)
性别(男性=1)			0.233^{* * *}			0.242^{* * *}			0.012			0.034			0.030			0.049			-0.040			-0.027
			(0.040)			(0.037)			(0.042)			(0.039)			(0.033)			(0.030)			(0.038)			(0.038)
年龄			-0.010			0.011			-0.041^{* * *}			-0.020			-0.043^{* * *}			-0.028^*			-0.044^{* * *}			-0.022
			(0.012)			(0.015)			(0.010)			(0.011)			(0.012)			(0.013)			(0.010)			(0.011)
年龄平方			0.000			-0.000			0.000^{* * *}			0.000			0.001^{* * *}			0.000			0.000^{* * *}			0.000
			(0.000)			(0.000)			(0.000)			(0.000)			(0.000)			(0.000)			(0.000)			(0.000)
受教育年限			0.008			0.013			0.029^{* * *}			0.036^{* * *}			0.028^{* * *}			0.035^{* * *}			0.025^{* * *}			0.027^{* * *}
			(0.009)			(0.008)			(0.008)			(0.007)			(0.006)			(0.005)			(0.006)			(0.006)
政治面貌(参照组:党员)
共青团员			-0.260^{* * *}			-0.191^{* * *}			-0.352^{* * *}			-0.293^{* * *}			-0.366^{* * *}			-0.322^{* * *}			-0.299^{* * *}			-0.254^{* * *}
			(0.046)			(0.046)			(0.066)			(0.073)			(0.066)			(0.071)			(0.071)			(0.075)
民主党派			-0.326			-0.276			-0.447^*			-0.458^*			-0.409^*			-0.358			-0.468^*			-0.466^*
			(0.205)			(0.220)			(0.211)			(0.223)			(0.202)			(0.238)			(0.198)			(0.218)
群众			-0.350^{* * *}			-0.277^{* * *}			-0.348^{* * *}			-0.290^{* * *}			-0.381^{* * *}			-0.339^{* * *}			-0.367^{* * *}			-0.323^{* * *}
			(0.050)			(0.055)			(0.066)			(0.082)			(0.080)			(0.084)			(0.058)			(0.066)
居住地(城镇=1)			-0.108			-0.140^*			-0.021			-0.036			0.050			0.054			0.209^{* * *}			0.220^{* * *}
			(0.057)			(0.057)			(0.054)			(0.050)			(0.065)			(0.064)			(0.057)			(0.058)
户籍类型(城镇=1)			0.022			0.033			0.066			0.053			0.055			0.044			0.037			0.015
			(0.063)			(0.055)			(0.068)			(0.067)			(0.056)			(0.049)			(0.055)			(0.049)
个人年收入对数			-0.043			-0.016			-0.069^{* *}			-0.035			-0.053^*			-0.042^*			-0.039			-0.018
			(0.029)			(0.029)			(0.022)			(0.023)			(0.021)			(0.021)			(0.021)			(0.020)
省人均GDP			-0.200^*			-0.171^*			-0.096			-0.048			-0.180			-0.161			-0.195			-0.159
			(0.078)			(0.071)			(0.109)			(0.101)			(0.199)			(0.176)			(0.129)			(0.123)
省反腐败力度			0.002			0.002			-0.006			-0.006			-0.002			-0.001			-0.002			-0.002
			(0.003)			(0.003)			(0.003)			(0.004)			(0.003)			(0.003)			(0.004)			(0.004)
截点1			-4.332^{* * *}			-0.309			-3.723^{* *}			0.380			-4.548^*			-1.237			-4.409^{* *}			-1.027
			(0.940)			(0.861)			(1.163)			(1.068)			(1.970)			(1.636)			(1.366)			(1.360)
截点2	-2.548^{* *}			1.718^*			-1.942			2.423^*			-2.898			0.648			-2.841^*			0.732
	(0.944)			(0.863)			(1.164)			(1.079)			(2.000)			(1.669)			(1.397)			(1.410)
截点3	-2.371^*			1.914^*			-1.726			2.663^*			-2.699			0.864			-2.655			0.936
	(0.937)			(0.860)			(1.149)			(1.064)			(1.987)			(1.657)			(1.388)			(1.402)
截点4	-0.183			4.301^{* * *}			0.833			5.464^{* * *}			-0.158			3.627^*			-0.162			3.606^*
	(0.948)			(0.877)			(1.147)			(1.081)			(1.989)			(1.667)			(1.389)			(1.420)
n	14 081			13 687			14 239			13 852			13 161			12 784			14 394			13 958
Pseudo R²	0.006			0.067			0.014			0.080			0.017			0.079			0.021			0.074
Wald Chi²	242.69			10 034.39			944.03			5 345.68			1 184.46			5 576.91			1 879.58			11 606.37
VIF	6.00			5.13			5.96			5.11			5.99			5.13			6.00			5.13

注: ^*表示p< 0.05, ^{* *}表示p< 0.01, ^{* * *}表示p< 0.001, 括号内为聚类稳健标准误; VIF为OLS回归后检验结果。

表2 社会阶层地位与政府清廉感知序次Logistic回归分析结果

从表2中可以看出, 在各级政府模型中, 与自我社会阶层评价为下层的公众相比, 自我评价为中层的公众对各级政府的清廉感知水平显著最高。在模型2、模型4、模型6和模型8中, 与下层的公众相比, 中层社会公众对政府的清廉感知水平显著提高一个等级的概率分别为13.20%、67.03%、49.03%、68.88%, 假设1得到验证。与下层社会公众相比, 中下层和中上层社会公众更倾向于认为各级政府具有较高的清廉水平。但是, 与下层社会公众相比, 上层社会公众除了对其所在县/区级政府的清廉感知显著较高外, 对中央、省级和地级市政府的清廉感知水平并不存在显著差异。图4直观地显示出不同社会阶层群体对各级政府的清廉感知水平的差异。综合来看, 公众社会阶层地位与其政府清廉感知之间总体上呈现出倒U形关系特征, 即处于中间的社会阶层对政府的清廉感知水平相对较高, 这一点在县/区级政府层面表现得特别明显。而且, 这一结果在控制了腐败容忍度、反腐败满意度等中介变量的情况下仍然成立, 其内在原因可能与中间社会阶层在政治性格特征上的保守主义倾向有关。当然, 鉴于本调查中并未直接涉及对被调查者政治性格特征的测量, 这一内在机制还有待在未来研究中进一步进行实证检验。

	Figure Option View Download New Window
	图4 不同社会阶层对四级政府清廉感知水平的差异

在腐败容忍度等变量的中介效应检验方面, 由于本研究中因变量公众的政府清廉感知、自变量社会阶层地位、中介变量反腐败满意度和腐败经历等为定序变量或类别变量, 我们按照温忠麟等学者提供的中介效应一般检验程序^{[29, 30, 31]}, 将其视为连续变量, 采用索贝尔(Sobel)检验方法对其中介效应进行检验。表3的结果显示, 腐败容忍度、反腐败满意度、行贿经历、索贿经历以及官方媒体和小道消息的感知信息来源渠道等在公众的社会阶层地位与政府清廉感知之间确实发挥了重要的中介作用。特别是反腐败满意度和腐败容忍度, 在各个模型中的中介效应比例均比较高。腐败经历和感知信息来源渠道的中介效应则相对较低, 且并不稳定。不过, 由于将类别变量直接视为连续变量处理可能会导致中介效应低估、标准误低估等问题^[32], 表3中的中介效应比例仅供参考。此外, 需要注意的是, 在省级政府模型中, 加入各中介变量之后, 社会阶层地位的各系数值比原基础模型更大, 这说明在省级政府层面, 腐败容忍度等中介变量不仅发挥着重要的中介作用, 还可能存在复杂的调节效应, 其中的复杂关系尚待进一步探究。尽管如此, 仍然可以认为, 腐败容忍度、反腐败满意度、腐败经历和感知信息来源渠道的差异在公众的社会阶层地位与政府清廉感知之间发挥着重要的中介作用, 假设2得到部分验证。

表3 中介效应检验结果

此外, 各中介变量与政府清廉感知之间的结果和现有研究基本一致。在各级政府模型中, 公众的腐败容忍度和反腐败满意度越高, 其政府清廉感知水平越高; 行贿经历和索贿经历均会显著降低公众的政府清廉感知水平, 且索贿经历的负向效应更加显著; 官方媒体的感知信息来源渠道会显著增强公众的政府清廉感知水平, 而小道消息的来源渠道则会显著降低其清廉感知水平。

其他控制变量方面, 在中央政府模型中, 与女性相比, 男性对政府的清廉感知水平相对更高。在其他层级政府模型中, 性别因素则并不显著。年龄变量也仅在地级市政府模型中表现出显著的影响, 且呈U形关系。受教育年限在省级、地级市和县/区级政府模型中具有显著的正向关系, 说明公众的受教育年限越长, 其政府清廉感知水平越高。政治面貌方面, 与党员群体相比, 共青团员和群众的政府清廉感知水平显著较低。居住地方面, 城镇居民对中央政府的清廉感知水平较低, 而对所在区/县级政府的清廉感知水平相对较高, 户籍类型的影响则不显著。个人年收入对数与政府清廉感知之间的系数均为负, 但结果也仅在地级市层级政府中比较显著, 说明其影响并不稳定。公众所在省份的人均GDP和当年反腐败力度对其政府清廉感知的影响在总体上也并不显著, 这再次说明, 直接加大反腐败力度可能并不会立即带来公众清廉感知水平的提升。

(三) 稳健性检验

在前面的回归分析中, 我们将参与实验设计题目回答的样本进行了剔除, 导致样本量减少了一部分。为了进一步检验上述结果的稳健性, 我们将全部样本纳入分析, 其结果如表4所示。从表4可以看出, 各个模型的有效样本量均显著增加, 但社会阶层变量中, 中层均高度显著, 即与下层社会公众相比, 中层社会公众对各级政府的清廉感知水平相对更高, 说明公众社会阶层变量与政府清廉感知水平之间的关系具有较好的稳健性。其他各变量的系数显著性和方向与前述结果基本一致。

表4 社会阶层地位与政府清廉感知序次Logistic回归分析结果(全样本)

变量	中央政府	省级政府	地级市政府	县/区级政府
变量	模型9	模型10	模型11	模型12
社会阶层(参照组:下层)
中下层	0.060	0.348^{* * *}	0.184^{* * *}	0.209^{* * *}
	(0.043)	(0.047)	(0.047)	(0.055)
中层	0.144^{* * *}	0.405^{* * *}	0.266^{* * *}	0.315^{* * *}
	(0.039)	(0.043)	(0.046)	(0.048)
中上层	0.053	0.298^{* * *}	0.213^{* * *}	0.317^{* * *}
	(0.066)	(0.054)	(0.064)	(0.075)
上层	0.014	-0.033	-0.082	0.054
	(0.121)	(0.138)	(0.157)	(0.146)
腐败容忍度	0.516^{* * *}	0.576^{* * *}	0.509^{* * *}	0.477^{* * *}
	(0.024)	(0.029)	(0.025)	(0.029)
反腐败满意度	0.624^{* * *}	0.736^{* * *}	0.854^{* * *}	0.849^{* * *}
	(0.021)	(0.018)	(0.019)	(0.036)
行贿经历(有=1)	-0.305^{* * *}	-0.261^{* * *}	-0.250^{* * *}	-0.249^{* * *}
	(0.030)	(0.039)	(0.047)	(0.049)
索贿经历(有=1)	-0.336^{* * *}	-0.512^{* * *}	-0.511^{* * *}	-0.487^{* * *}
	(0.037)	(0.047)	(0.051)	(0.049)
官方媒体(是=1)	0.062^*	0.188^{* * *}	0.202^{* * *}	0.240^{* * *}
	(0.029)	(0.031)	(0.034)	(0.032)
小道消息(是=1)	-0.158^{* * *}	-0.168^{* * *}	-0.219^{* * *}	-0.170^{* * *}
	(0.028)	(0.029)	(0.035)	(0.035)
性别(男性=1)	0.226^{* * *}	0.115^{* * *}	0.179^{* * *}	0.138^{* * *}
	(0.029)	(0.030)	(0.029)	(0.038)
年龄	0.011	-0.005	0.001	0.002
	(0.010)	(0.009)	(0.009)	(0.007)
年龄平方	-0.000	0.000	-0.000	-0.000
	(0.000)	(0.000)	(0.000)	(0.000)
受教育年限	0.013^*	0.033^{* * *}	0.034^{* * *}	0.025^{* * *}
	(0.007)	(0.006)	(0.007)	(0.005)
政治面貌(参照组:党员)
共青团员	-0.253^{* * *}	-0.379^{* * *}	-0.375^{* * *}	-0.308^{* * *}
	(0.043)	(0.066)	(0.061)	(0.057)
民主党派	-0.403^*	-0.564^{* * *}	-0.411^*	-0.515^{* * *}
	(0.187)	(0.151)	(0.198)	(0.152)
群众	-0.335^{* * *}	-0.420^{* * *}	-0.443^{* * *}	-0.417^{* * *}
	(0.046)	(0.060)	(0.059)	(0.050)
居住地(城镇=1)	-0.128^{* *}	-0.037	-0.024	0.086^*
	(0.040)	(0.042)	(0.043)	(0.042)
户籍类型(城镇=1)	0.022	0.033	0.009	-0.008
	(0.036)	(0.049)	(0.038)	(0.043)
个人年收入对数	-0.013	-0.016	-0.041^*	-0.017
	(0.021)	(0.021)	(0.018)	(0.017)
省人均GDP	-0.138^*	-0.022	-0.036	-0.054
	(0.059)	(0.086)	(0.145)	(0.090)
省反腐败力度	-0.000	-0.005	-0.001	0.001
	(0.002)	(0.004)	(0.004)	(0.004)
截点1	-0.025	1.342	1.208	1.254
	(0.641)	(0.957)	(1.436)	(1.063)
截点2	1.951^{* *}	3.466^{* * *}	3.297^*	3.259^{* *}
	(0.636)	(0.967)	(1.454)	(1.107)
截点3	2.132^{* * *}	3.706^{* * *}	3.536^*	3.478^{* *}
	(0.636)	(0.955)	(1.445)	(1.103)
截点4	4.519^{* * *}	6.544^{* * *}	6.414^{* * *}	6.339^{* * *}
	(0.653)	(0.968)	(1.457)	(1.128)
n	22 325	22 278	20 217	22 622
Pseudo R²	0.064	0.106	0.127	0.131
Wald Chi²	5 056.17	42 424.77	19 866.46	9 320.1
VIF	5.28	5.28	5.31	5.31

注: ^*表示p< 0.05, ^{* *}表示p< 0.01, ^{* * *}表示p< 0.001, 括号内为聚类稳健标准误; VIF为OLS回归后检验结果。

表4 社会阶层地位与政府清廉感知序次Logistic回归分析结果(全样本)

五、结论与讨论

基于2016年度全国廉情评估调查数据的实证分析, 本文发现:社会公众的阶层地位与其政府清廉感知水平之间具有显著相关性, 且总体上呈现出倒U形特征, 中间社会阶层对政府的清廉感知水平显著最高。进一步的中介效应分析表明, 腐败容忍度、反腐败满意度、腐败经历和感知信息来源渠道在其中发挥了重要的中介作用。这一结果在理论上说明, 研究公众清廉感知时需要注意考虑不同社会阶层群体的内在差异性, 应将社会阶层也作为解释公众的政府清廉感知差异的一个重要变量。在实践上, 本文的研究结果表明, 当前我国政府的反腐败努力得到了绝大多数中产阶层的认可, 但值得注意的是, 下层社会群体无论是对各级政府的反腐败满意度还是清廉感知水平均显著较低。

未来的反腐败斗争要获得更多公众的支持, 必须注意对基层腐败行为的查处和对下层社会群体的反腐败宣传。下层社会公众之所以对各级政府的清廉感知水平相对较低, 其中一个重要原因在于他们在日常生活中更容易遭受来自政府公职人员腐败行为的侵害, 且更容易受到小道消息的影响。所以, 未来的反腐败工作不仅需要“ 打老虎” 带来的震慑效应, 更需要加大力度“ 拍苍蝇” , 有效治理普通公众日常生活中可能遭遇的腐败侵蚀, 切断普通民众与腐败现象之间的联系^{[10, 33]}。同时, 要加强对下层社会群体的官方媒介宣传。尽管我国已经注意到了日常生活中经历的腐败现象可能对公众政治态度带来负面影响, 解决老百姓身边的腐败问题也一直是各级纪委反腐败的重点工作之一, 但从实际效果来看, 这一方面仍然有较大的提升空间。

需要指出的是, 本文也存在一定的局限。首先, 本文对公众社会阶层地位的测量采用的是公众自身的主观评价而非客观的职业或收入等划分标准。由于我国民众普遍存在阶层认同偏差, 大多数城镇居民会低估自己的客观社会阶层地位, 而大多数农村居民则会高估其社会阶层地位^[22], 这样会导致主客观评价之间的偏差。在未来的研究中, 可以考虑同时引入职业类型等客观测量方法进一步验证。其次, 在对各中介变量的中介效应检验上, 由于操作程序方法的限制, 我们将其视为连续变量, 采用一般的索贝尔检验方法进行检验, 结果可能存在一定偏差, 未来的研究中可以采用多种方法进行更准确的估计检验。最后, 由于本文所使用的数据为截面调查数据, 无法进行有效的因果推断, 未来的研究中可以考虑通过实验法等对因果效应进行更加精准的估计。

参考文献

文献列表

[1]	李辉、呼和那日松、唐敏: 《民主、主观经济评价与腐败感知——基于亚洲、非洲与拉美舆情表合并数据的多层分析》, 《经济社会体制比较》2015第3期，第162-174页. [Li Hui, Huhe Narisong & Tang Min, ″Democracy, Subjective Economic Evaluation and Perception of Corruption: A Multi-Level Analysis Based on Consolidated Data of Barometer Survey in Asia, Africa and Latin America, ″ Comparative Economic & Social Systems, No. 3 (2015), pp. 162-174. ] [本文引用:1]
[2]	倪星、孙宗锋: 《政府反腐败力度与公众清廉感知: 差异及解释》, 《政治学研究》2015第1期，第71-85页. [Ni Xing & Sun Zongfeng, ″Government Anti-Corruption and Perception of Corruption: Difference and Explanation, ″ CASS Journal of Political Science, No. 1 (2015), pp. 71-85. ] [本文引用:6]
[3]	倪星、李珠: 《政府清廉感知: 差序格局及其解释》, 《公共行政评论》2016第3期，第4-20, 185页. [Ni Xing & Li Zhu, ″Government Corrupt Perception: Difference Pattern and Explanation, ″ Journal of Public Administration, No. 3 (2016), pp. 4-20, 185. ] [本文引用:2]
[4]	孙宗锋、杨丽天晴: 《“打老虎”如何影响公众腐败感知差异?》, 《公共行政评论》2016第3期，第89-107, 188页. [Sun Zongfeng & Yang Litianqing, ″How Do 'Hit Tigers' Affect Public Corrupt Perception, ″ Journal of Public Administration, No. 3 (2016), pp. 89-107, 188. ] [本文引用:1]
[5]	倪星、张军: 《廉洁拐点的地方经验与政策意涵》, 《政治学研究》2018第5期，第39-53, 125-136页. [Ni Xing & Zhang Jun, ″The Local Experience and Policy Implication of Clean Turning Point, ″ CASS Journal of Political Science, No. 5 (2018), pp. 39-53, 125-126. ] [本文引用:1]
[6]	Schopf J. C. , ″Following the Money to Determine the Effects of Democracy on Corruption: The Case of Korea, ″ Journal of East Asian Studies, Vol. 11, No. 1 (2011), pp. 1-39. [本文引用:1]
[7]	Zhu J. , Lu J. & Shi T. , ″When Grapevine News Meets Mass Media: Different Information Sources and Perceptions of Government Corruption in the Chinese Mainland , ″ Comparative Political Studies, Vol. 46, No. 8 (2013), pp. 920-946. [本文引用:1]
[8]	Yu C. , Chen C. & Lin M. , ″Corruption Perception in Taiwan: Reflections Upon a Bottom-Up Citizen Perspective, ″ Journal of Contemporary China, Vol. 22, No. 79 (2013), pp. 56-76. [本文引用:1]
[9]	袁柏顺: 《公众腐败感知与腐败的民间传说——基于C市城区公众腐败感知调查的一项研究》, 《公共行政评论》2016年第3期, 第56-69, 187页. [Yuan Baishun, ″Citizen's Corrupt Perception and Folklore of Corruption: Based on a Survey of Citizen's Corrupt Perception in C City, ″ Journal of Public Administration, No. 3 (2016), pp. 56-69, 187. ] [本文引用:1]
[10]	李辉、孟天广: 《腐败经历与腐败感知: 基于调查实验与直接提问的双重检验》, 《社会》2017第6期，第194-215页. [Li Hui & Meng Tianguang, ″Corruption Experience and Perception of Corruption: A Dual Test Based on Investigation and Direct Questioning, ″ Chinese Journal of Sociology, No. 6 (2017), pp. 194-215. ] [本文引用:2]
[11]	李升: 《主客观阶层位置与社会政治态度研究——兼论中国中产阶层的“稳定器”功能》, 《社会发展研究》2017年第2期, 第73-88页. [Li Sheng, ″Research on the Position of Subjective and Objective Class and Social Political Attitudes: On the Function of 'Stabilizer' of Chinese Middle Class, ″ Journal of Sociology Development, No. 2 (2017), pp. 73-88. ] [本文引用:3]
[12]	孙秀林、雷开春: 《上海市新白领的政治态度与政治参与》, 《青年研究》2012第4期，第45-56, 95页. [Sun Xiulin & Lei Kaichun, ″The Political Attitude and Participation of New White-Collar Workers in Shanghai, ″ Youth Research, No. 4 (2012), pp. 45-56, 95. ] [本文引用:2]
[13]	张翼: 《当前中国中产阶层的政治态度》, 《中国社会科学》2008年第2期, 第117-131, 207页. [Zhang Yi, ″The Current Political Attitudes of China's Middle Class, ″ Social Sciences in China, No. 2 (2008), pp. 117-131, 207. ] [本文引用:3]
[14]	李培林、张翼: 《中国中产阶级的规模、认同和社会态度》, 《社会》2008第2期，第1-19, 220页. [Li Peilin & Zhang Yi, ″The Size, Identity and Social Attitudes of China's Middle Class, ″ Society, No. 2 (2008), pp. 1-19, 220. ] [本文引用:3]
[15]	[美]塞缪尔·亨廷顿: 《变革社会中的政治秩序》, 李盛平译, 北京: 华夏出版社, 1988年. [Huntington S. , Political Order in Changing Societies, trans. by Li Shengping, Beijing: Huaxia Publishing House, 1988. ] [本文引用:1]
[16]	Jones D. M. , ″Democratization, Civil Society and Illiberal Middle Class Culture in Pacific Asia, ″ Comparative Politics, Vol. 30, No. 2 (1998), pp. 147-169. [本文引用:1]
[17]	Jones D. M. & Brown D. , ″Singapore and the Myth of the Liberalizing Middle Class, ″ The Pacific Review, Vol. 7, No. 1 (1994), pp. 79-87. [本文引用:1]
[18]	Hsiao H. M. , *East Asian Middle Classes in Comparative Perspective, Taipei: Institute of Ethnology, ″Academia Sinica″*, 1999. [本文引用:1]
[19]	Hsiao H. M. , *The Changing Faces of the Middle Classes in Asia Pacific, Taipei: Institute of Ethnology, ″Academia Sinica″*, 2006. [本文引用:1]
[20]	李春玲: 《寻求变革还是安于现状: 中产阶级社会政治态度测量》, 《社会》2011年第2期, 第125-152页. [Li Chunling, ″Seeking Change or Settling for the Status Quo: A Measure of Middle Class Socio-Political Attitudes, ″ Chinese Journal of Sociology, No. 2 (2011), pp. 125-152. ] [本文引用:1]
[21]	齐杏发: 《当前中国中产阶层政治态度的实证研究》, 《社会科学》2010年第8期, 第3-11, 187页. [Qi Xingfa, ″An Empirical Study of Middle Class Political Attitudes in China, ″ Journal of Social Science, No. 8 (2010), pp. 3-11, 187. ] [本文引用:1]
[22]	李春玲: 《中国中产阶级的增长及其现状》, 《江苏社会科学》2008年第5期, 第68-77页. [Li Chunling, ″The Growth and Status Quo of the Middle-Class in China, ″ Jiangsu Social Science, No. 5 (2008), pp. 68-77. ] [本文引用:2]
[23]	He L. , ″Middle Class: Friends or Foes to Beijing's New Leadership?″ Journal of Chinese Political Science, Vol. 8, No. 1-2(2003), pp. 87-100. [本文引用:1]
[24]	Nathan A. J. , ″Popular Political Support in Urban China, ″ Political Science Quarterly, Vol. 120, No. 2 (2005), pp. 303-304. [本文引用:1]
[25]	张海东、邓美玲: 《新社会阶层的政治态度测量与比较研究——基于六省市调查数据》, 《江海学刊》2017第4期，第81-90页. [Zhang Haidong & Deng Meiling, ″Measurement and Comparative Study of Political Attitude of New Social Stratum: Based on Survey Data of Six Provinces and Cities, ″ Jianghai Academic Journal, No. 4 (2017), pp. 81-90. ] [本文引用:1]
[26]	周晓虹: 《中国中产阶层调查》, 北京: 社会科学文献出版社, 2005. [Zhou Xiaohong, China Middle Class Survey, Beijing: Social Sciences Academic Press, 2005. ] [本文引用:1]
[27]	范晓光、陈云松: 《中国城乡居民的阶层地位认同偏差》, 《社会学研究》2015第4期，第143-168, 244-245页. [Fan Xiaoguang & Chen Yunsong, ″The Class Status Identification Deviation of Chinese Urban and Rural Residents, ″ Sociological Studies, No. 4 (2015), pp. 143-168, 244-245. ] [本文引用:1]
[28]	李培林、张翼、赵延东等: 《社会冲突与阶级意识: 当代中国社会矛盾问题研究》, 北京: 社会科学文献出版社, 2005年. [Li Peilin, Zhang Yi & Zhao Yand ong et al. , Social Conflicts and Class Consciousness: A Study of Social Contradictions in China Today, Beijing: Social Sciences Academic Press, 2005. ] [本文引用:1]
[29]	温忠麟、张雷、侯杰泰等: 《中介效应检验程序及其应用》, 《心理学报》2004第5期，第614-620页. [Wen Zhonglin, Zhang Lei & Hou Jietai et al. , ″The Procedure of Mediation Effect Test and Its Application, ″ Acta Psychologica Sinica, No. 5 (2004), pp. 614-620. ] [本文引用:1]
[30]	温忠麟、叶宝娟: 《中介效应分析: 方法和模型发展》, 《心理科学进展》2014第5期，第731-745页. [Wen Zhonglin & Ye Baojuan, ″Mediating Effect Analysis: Methodology and Model Development, ″ Advances in Psychological Science, No. 5 (2014), pp. 731-745. ] [本文引用:1]
[31]	方杰、温忠麟、张敏强: 《类别变量的中介效应分析》, 《心理科学》2017第2期，第471-477页. [Fang Jie, Wen Zhonglin & Zhang Minqiang, ″Mediating Effect Analysis of Category Variables, ″ Journal of Psychological Science, No. 2 (2017), pp. 471-477. ] [本文引用:1]
[32]	刘红云、骆方、张玉等: 《因变量为等级变量的中介效应分析》, 《心理学报》2013第12期，第1431-1442页. [Liu Hongyun, Luo Fang & Zhang Yu et al. , ″The Analysis of the Mediating Effect of the Dependent Variable as the Order Variable″, Acta Psychologica Sinica, No. 12 (2013), pp. 1431-1442. ] [本文引用:1]
[33]	过勇: 《当前我国腐败与反腐败的六个发展趋势》, 《中国行政管理》2013年第1期, 第60-63页. [Guo Yong, ″Current Six Trends of Corruption and Anti-Corruption in Our Country, ″ Chinese Public Administration, No. 1 (2013), pp. 60-63. ] [本文引用:1]

2015

0.0

... 的双重作用^[1] ...

2015

0.0

... 同时,有研究发现,公众所处地区的经济发展水平与其政府清廉感知之间也具有显著正向关系^[2,3] ...

... 此外,公众对政府的清廉感知水平与其所处社会中人们对腐败行为的容忍度也密切相关,公众的腐败容忍度越高,其对政府的清廉感知水平也会越高^[2] ...

... 尽管政府反腐败力度的加大在理论上会减少一个地区的腐败存量,提升其清廉水平,但研究显示,政府反腐败力度在短期内并不必然会提升公众对政府的清廉感知水平^[2],甚至会导致公众对政府清廉感知水平降低^[4] ...

... 同时,实证研究表明,公众对政府的反腐败工作的满意度与其清廉感知之间呈显著的正相关关系,公众对政府的反腐败工作满意度越高,则其越倾向于认为政府清廉^[2] ...

... 有些学者指出,绝大部分人并没有关于政府官员腐败的直接经历,因此,公众对政府的清廉感知主要是受到官方媒体、小道消息等正式和非正式信息渠道的影响^[2,6,7,8] ...

... 同时,大量的实证研究表明,公众的直接腐败经历会显著降低其对政府的清廉感知水平,且与行贿经历相比,被索贿经历的负向影响更强^[2,9,10] ...

2016

0.0

... 同时,有研究发现,公众所处地区的经济发展水平与其政府清廉感知之间也具有显著正向关系^[2,3] ...

... 的重要影响因素之一^[3] ...

2016

0.0

2018

0.0

... ^[5]也将出现 ...

2011

0.0

2013

0.0

2013

0.0

2016

0.0

... 同时,大量的实证研究表明,公众的直接腐败经历会显著降低其对政府的清廉感知水平,且与行贿经历相比,被索贿经历的负向影响更强^[2,9,10] ...

2017

0.0

... 同时,大量的实证研究表明,公众的直接腐败经历会显著降低其对政府的清廉感知水平,且与行贿经历相比,被索贿经历的负向影响更强^[2,9,10] ...

... ,有效治理普通公众日常生活中可能遭遇的腐败侵蚀,切断普通民众与腐败现象之间的联系^[10,33] ...

2017

0.0

... 实证研究表明,公众的主客观阶层地位与其社会政治态度之间具有显著关联,且与客观阶层地位相比,主观阶层认同与社会政治态度更是直接关联^[11,12] ...

... ,对当地政府各项工作的满意度和信任水平也相对更高^[11,13,14] ...

... 不过,现有研究表明,相比于客观社会阶层地位,公众的主观社会阶层地位对其政治态度方面的影响更加显著^{[11,12,13,14]} ...

2012

0.0

... 不过,现有研究表明,相比于客观社会阶层地位,公众的主观社会阶层地位对其政治态度方面的影响更加显著^{[11,12,13,14]} ...

2008

0.0

... 早先的社会调查研究发现,与认为自己处于社会中层的公众相比,主观上认为自己处于最低层和中低层的公众更容易滋生相对一致的阶级冲突意识^[13] ...

... ,对当地政府各项工作的满意度和信任水平也相对更高^[11,13,14] ...

... 不过,现有研究表明,相比于客观社会阶层地位,公众的主观社会阶层地位对其政治态度方面的影响更加显著^{[11,12,13,14]} ...

2008

0.0

李培林、张翼: 《中国中产阶级的规模、认同和社会态度》, 《社会》2008第2期，第1-19, 220页.

[Li

Peilin

& Zhang

, ″The Size, Identity and Social Attitudes of China's Middle Class, ″ Society, No. 2 (2008), pp. 1-19, 220. ]

本文基于中国社会科学院社会学研究所2006年3月-5月进行的"中国社会状况调查"(CGSS2006)的数据,以收入、职业和教育作为三个基本维度,对中国当前发展阶段的中产阶级规模以及中等收入者的规模进行了测算,并比较了"客观中产"和"认同中产"在社会态度一致性上的差异.根据本文的研究结果,我国目前的中产阶级在全国占12.1%,在城市社会中占25.4%,但这个所谓中产阶级,目前并不是一个具有统一的社会态度和行为取向的"阶级".

... ,对当地政府各项工作的满意度和信任水平也相对更高^[11,13,14] ...

... 国内的调查研究表明,虽然我国中产阶层的政治性格特征也具有保守主义和自由主义双重矛盾性,但保守主义特征相对更明显^[14,20,21] ...

... 不过,现有研究表明,相比于客观社会阶层地位,公众的主观社会阶层地位对其政治态度方面的影响更加显著^{[11,12,13,14]} ...

1988

0.0

... 在政治性格特征方面,早期西方国家的经验表明,中产阶层在推动社会民主转型变革中发挥着非常积极的作用,他们往往扮演着社会变革的急先锋^[15] ...

1998

0.0

... 不过,有学者指出,东亚国家和地区中产阶层的政治性格特征表现出一种矛盾性,他们既有明显的保守主义倾向,又有一定的自由主义追求^{[16,17,18,19]} ...

1994

0.0

... 不过,有学者指出,东亚国家和地区中产阶层的政治性格特征表现出一种矛盾性,他们既有明显的保守主义倾向,又有一定的自由主义追求^{[16,17,18,19]} ...

1999

0.0

... 不过,有学者指出,东亚国家和地区中产阶层的政治性格特征表现出一种矛盾性,他们既有明显的保守主义倾向,又有一定的自由主义追求^{[16,17,18,19]} ...

2006

0.0

... 不过,有学者指出,东亚国家和地区中产阶层的政治性格特征表现出一种矛盾性,他们既有明显的保守主义倾向,又有一定的自由主义追求^{[16,17,18,19]} ...

2011

0.0

李春玲: 《寻求变革还是安于现状: 中产阶级社会政治态度测量》, 《社会》2011年第2期, 第125-152页.

[Li

Chunling

, ″Seeking Change or Settling for the Status Quo: A Measure of Middle Class Socio-Political Attitudes, ″ Chinese Journal of Sociology, No. 2 (2011), pp. 125-152. ]

本文试图探讨中产阶级的社会政治态度,并由此判断中产阶级的社会政治功能.基于一项2006年的全国调查数据,笔者设计了一套态度测量量表,区分政治保守主义与政治自由主义的态度特征,分析中产阶级的主要态度倾向.研究发现中国中产阶级内部存在着多种价值取向,既有保守主义的成份也有自由主义的成份,中产阶级在当前肯定是一种社会稳定力量,但其未来走向还存在一些不确定因素.

... 国内的调查研究表明,虽然我国中产阶层的政治性格特征也具有保守主义和自由主义双重矛盾性,但保守主义特征相对更明显^[14,20,21] ...

2010

0.0

齐杏发: 《当前中国中产阶层政治态度的实证研究》, 《社会科学》2010年第8期, 第3-11, 187页.

[Qi

Xingfa

, ″An Empirical Study of Middle Class Political Attitudes in China, ″ Journal of Social Science, No. 8 (2010), pp. 3-11, 187. ]

曹栋、唐鑫(以下简称曹、唐):王教授,您好!您是我国经济学领域的著名专家,但是听说您大学学的是英语专业,是什么机缘促使您投身于经济学的研究呢?您近三十年在经济学教学科研领域的辛勤耕耘,有什么让您最为感触的事情呢?

... 国内的调查研究表明,虽然我国中产阶层的政治性格特征也具有保守主义和自由主义双重矛盾性,但保守主义特征相对更明显^[14,20,21] ...

2008

0.0

... 他们总体上更加倾向于相信政府,对政府的批评指责也往往是为了影响政府决策者去调整、改变或强化相关政策,而非意图改变现在的政治制度和政治秩序^{[22,23,24,25]} ...

... 由于我国民众普遍存在阶层认同偏差,大多数城镇居民会低估自己的客观社会阶层地位,而大多数农村居民则会高估其社会阶层地位^[22],这样会导致主客观评价之间的偏差 ...

2003

0.0

2005

0.0

2017

0.0

2005

0.0

2015

0.0

... 客观测量方式则尚无统一的标准,有的学者直接根据相关理论和被调查者的职业类型情况进行阶层划分,还有的学者根据被调查者的职业、收入、受教育程度等客观指标进行合成测量^[27] ...

2005

0.0

2004

0.0

... 在腐败容忍度等变量的中介效应检验方面,由于本研究中因变量公众的政府清廉感知、自变量社会阶层地位、中介变量反腐败满意度和腐败经历等为定序变量或类别变量,我们按照温忠麟等学者提供的中介效应一般检验程序^[29,30,31],将其视为连续变量,采用索贝尔(Sobel)检验方法对其中介效应进行检验 ...

2014

0.0

温忠麟、叶宝娟: 《中介效应分析: 方法和模型发展》, 《心理科学进展》2014第5期，第731-745页.

[Wen

Zhonglin

& Ye

Baojuan

, ″Mediating Effect Analysis: Methodology and Model Development, ″ Advances in Psychological Science, No. 5 (2014), pp. 731-745. ]

Mediation models are frequently used in the research of psychology and other social science disciplines. Mediation indicates that the effect of an independent variable on a dependent variable is transmitted through a third variable, which is called mediator. In most applied research, Baron and Kenny’s (1986) causal steps approach has been used to test mediating effect. In recent years, however, many methodological researchers questioned the rationality of the causal steps approach, and some of them even attempted to stop its use. Firstly, we clarify the queries on the causal steps approach one by one. Secondly, we propose a new procedure to analyze mediating effects. The new procedure is better than any single method that constitutes the procedure in terms of Type I error rate and power. The proposed procedure can be conducted by using observed variables and/or latent variables. Mplus programs are supplied for the procedure with observed variables and/or latent variables. Finally, this article introduces the development of mediation models, such as mediation model of ordinal variables, multilevel mediation, multiple mediation, moderated mediation, and mediated moderation.

( 1 Center for Studies of Psychological Application / School of Psychology, South China Normal University, Guangzhou 510631, China) ( 2 Hong Kong Examinations and Assessment Authority, Hong Kong, China) ( 3 School of Psychology, Jiangxi Normal University, Nanchang 330022, China)

在心理学和其他社科研究领域, 大量实证文章建立中介效应模型, 以分析自变量对因变量的影响过程和作用机制。检验中介效应最流行的方法是Baron和Kenny的逐步法, 但近年来不断受到批评和质疑, 有人甚至呼吁停止使用其中的依次检验, 改用目前普遍认为比较好的Bootstrap法直接检验系数乘积。本文对相关的议题做了辨析, 并讨论了中介分析中建立因果关系的方法。综合新近的研究成果, 总结出一个中介效应分析流程, 并分别给出显变量和潜变量Mplus程序。最后介绍了中介效应模型的发展。

2017

0.0

2013

0.0

... 不过,由于将类别变量直接视为连续变量处理可能会导致中介效应低估、标准误低估等问题^[32],表3中的中介效应比例仅供参考 ...

2013

0.0

... ,有效治理普通公众日常生活中可能遭遇的腐败侵蚀,切断普通民众与腐败现象之间的联系^[10,33] ...